风险偏好、决策情绪与CEO 财务报告舞弊行为

孔 晨

（青岛农业大学 管理学院，山东 青岛 266000）

一、引言

信息不对称是委托代理理论的基本假设，代理人较之委托人具有信息优势，在委托人无法有效监督代理人行为的情况下，具有信息优势的代理人存在事后机会主义的倾向。处于信息劣势一方的委托人往往只能将会计信息作为鉴别代理人管理能力和劳动付出的风向标[1]。根据管理层权力理论，在委托代理机制设计不合理的情况下，公司高管会从薪酬方案的接受者转变为薪酬方案的控制者，从而使得薪酬激励机制成为管理层机会主义行为的工具。为了掩盖机会主义行为或者舞弊行为，管理层通常会实施盈余管理或者有目的地操纵会计信息披露[2]。CEO 处于公司架构中的核心地位，位于金字塔组织的顶端，对于企业财务报告的真实性和有用性会产生重要影响[3]，为了个人短期利益的最大化，CEO 容易利用自身的职务特权操纵最终的会计信息结果。

国内外学者已经关注到风险偏好是影响高管决策的重要心理因素，会对高管的投资效率和盈余管理等行为产生显著影响[4]，但鲜有研究从风险偏好的视角探讨CEO 财务报告舞弊行为。进一步，行为人的风险偏好并不能始终保持稳定，决策情绪会对行为人的风险偏好产生显著影响，不同的情绪状态下行为人会表现出不同的风险偏好水平[5]。基于以上分析，本文尝试性地利用实验研究方法，构建财务报告舞弊的情景模拟实验，探究风险偏好对于CEO财务报告舞弊行为的作用机理。在此基础之上，考察在不同的决策情绪下，CEO 财务报告舞弊行为的特征和规律，以期为抑制财务报告舞弊以及完善公司治理结构提供经验证据。

二、文献回顾

公司治理视角下的相关研究表明，董事会规模、独立董事比例、审计委员会独立性、股权集中度以及管理层的持股比例均为影响高管财务报告舞弊的重要因素[6]。内部控制视角下的相关研究主要探讨了企业内部控制质量与高管财务报告舞弊之间的相关关系[7]，研究表明内部控制对于管理层财务报告舞弊具有显著的抑制作用，内部控制质量与财务报告舞弊呈负相关关系[8]。委托代理理论指出，公司管理层应通过财务报告的形式向公司所有者提供经济决策的相关信息[3]。高管背景特征视角下的相关研究基于高阶理论，探究了管理层的人口统计学特征、管理层政治关联、管理层持股比例、CEO 是否兼任公司董事以及股票期权激励水平等要素与上市公司财务报告舞弊行为之间的相关关系[9]。

在上述研究的基础上，部分学者利用经济计量的方法，探究了风险偏好程度与高管财务报告舞弊之间的相关关系。Bertrand et al.[10]研究指出，高管的风险偏好程度对于公司财务报告舞弊行为具有显著的影响，由于财务报告舞弊的高风险性，风险偏好程度越高的高管，风险的主观效应会更高，财务报告舞弊行为的总效应也就越大。在区分企业产权性质的基础上，上官鸣等[11]研究发现，高管风险偏好与财务报告舞弊正相关，且国有企业高管风险偏好与财务报告舞弊行为的相关关系要显著强于非国有企业。由于上述研究是通过某些替代变量来度量高管的风险偏好程度，且上市公司的财务报告舞弊行为与高管的财务报告舞弊行为不能完全等同，因此也就无法有效地说明高管风险偏好程度与高管财务报告舞弊行为的相关关系。为了解决上述研究的不足，陈艳等[12]通过问卷调查的方法，利用心理学的心理量表度量了行为人的风险偏好程度以及财务报告舞弊倾向，分析了行为人风险偏好程度与其财务报告舞弊倾向之间的相关关系。

三、理论分析与研究假设

为了解释不同风险偏好程度主体之间的决策差异性，Weber et al.[13-14]提出了风险收益模型，该模型指出行为主体的风险决策要受到两个因素的共同影响，即主观风险和预期收益。而为了便于分析因素与行为之间的逻辑关系，模型将主观风险和预期收益设置成为独立的两个变量。风险收益模型如下所示：

在分析风险偏好程度与风险行为之间相关关系的过程中，在同一风险决策框架下，风险收益模型将风险规避者、风险中立者和风险追求者视为不同风险偏好程度的行为主体。Weber 在设计该风险收益模型时强调，在将风险收益因素单独分离出来之后，风险决策的预期收益对于风险决策的行为主体来说不存在系统性差异，风险决策的最终结果取决于预期收益所对应的潜在风险。在高风险决策框架下，决策风险对于风险追求者会产生正的风险决策效用，且随着决策风险的上升，风险追求者会产生更高的决策效用；而在低风险决策框架下，决策风险对于风险规避者会产生正的风险决策效用，且随着决策风险的下降，风险规避者会产生更高的决策效用。

金融学中提出了风险溢价这一概念，强调行为主体在风险决策过程中会要求大于无风险决策的额外收益。在分析风险偏好与财务报告舞弊行为相关关系时，可以将非舞弊行为视为一种无风险的确定性行为，将财务报告舞弊视为高风险的决策行为。只有当舞弊行为风险报酬与非舞弊行为确定性报酬之间的差大于该风险所对应的风险溢价时，行为主体才会实施舞弊行为。根据Weber 的风险收益模型，财务报告舞弊是一种高风险决策行为。高风险状态下，CEO 风险偏好程度越大，相应的风险效用也就越高，当财务报告舞弊决策风险溢价一定时，财务报告舞弊行为总效应满足风险溢价的可能性也就越大，CEO 实施财务报告舞弊行为的可能性也就越大。相反，在高风险状态下，CEO 风险偏好程度越低，CEO 实施财务报告舞弊行为的可能性就越小。基于以上分析提出假设H1。

H1：风险偏好会对舞弊行为产生效用评价约束，在高风险状态下，风险偏好程度高的CEO，财务报告舞弊倾向要显著大于风险偏好程度低的CEO。

已有研究多采用GA解决货位分配问题。然而GA需要的种群规模大，且在迭代次数较高时才表现出明显的收敛性，又易陷入局部极小，其优化结果未必能满足企业的需求。

Tversky et al.[15]研究发现，个人的情绪状态会显著影响行为主体的决策过程，在决策过程中行为主体会潜意识地考虑现有的情绪状态。情绪维持假说认为，行为主体会更“珍惜”现有的正面情绪状态，行为主体会有强烈的动机去维持这种状态，而当面临风险决策时，行为主体会刻意规避这种降低正面幸福感的行为，避免风险决策行为可能带来的负面效用。相反，行为主体会更加厌恶现有的负面情绪，会有强烈的动机通过风险行为消除负面情绪所引发的不良状态。也就是说，负面情绪会增强行为主体的风险偏好程度，正面情绪会降低行为主体的风险偏好程度。

而CEO 财务报告舞弊属于高风险决策，在这种高风险的决策框架下，负面情绪状态（愤怒）的CEO具有较大的风险效用，而正面情绪状态（愉悦）的CEO 具有较小的风险效用。因此，当CEO 决策舞弊风险溢价一定的情况下，负面情绪状态（愤怒）下满足舞弊风险溢价的可能性就越大，CEO 实施财务报告舞弊行为的可能性也就越大。在负面情绪状态下，CEO 的舞弊倾向要显著大于正面情绪状态下的CEO。进一步，相关研究表明并不是所有的负面情绪状态都会增强行为主体的风险偏好程度，比如悲伤和恐惧等这类负面情绪，会使行为主体对未来的决策更加失去信心，相应的风险偏好程度会更低；而像愤怒和敌意等这一类负面情绪，会使行为主体厌恶既定不变的确定性结果，希望通过某种风险活动来弥补现有的负面状态，相应的风险偏好程度会更高[16]。基于以上分析提出假设H2和假设H3。

H2：负面情绪状态下（愤怒）的CEO，财务报告舞弊倾向要显著大于处于正面情绪状态下（愉悦）的CEO。

H3：不同的负面情绪状态对于财务报告舞弊倾向的影响会存在差异性，愤怒情绪状态下的CEO，财务报告舞弊倾向要显著大于恐惧情绪状态下的CEO。

四、研究设计

（一）实验任务及实验对象

本文运用被试间实验来测试被试的财务报告舞弊倾向、风险偏好程度和舞弊决策情绪。其中，财务报告舞弊倾向为实验的因变量，风险偏好程度和舞弊决策情绪是实验的自变量。为了数据处理分析的有效性，本文将依据风险偏好程度将被试分为高风险偏好程度小组和低风险偏好程度小组，依据舞弊决策情绪的类别将被试分为正面情绪小组和负面情绪小组。本文设计了两个情景模拟实验，实验1 是在合理测度实验被试风险偏好程度的基础上，考察了高风险偏好程度小组与低风险偏好程度小组的被试，财务报告舞弊倾向是否存在显著性差异。实验2是在合理诱发被试不同决策情绪的基础上，考察了不同情绪小组被试的财务报告舞弊倾向是否存在显著性差异。

生活和工作环境会对行为人的性格特征产生显著影响，这些不同的性格特质又会体现在行为人的日常行为决策当中。这在一定程度上会使得选取企业在职人员参加情景模拟实验难以达到实验的控制标准，实验的被试“污染”程度较高。进一步考虑到，本文所研究的自变量（风险偏好和决策情绪）与因变量（财务报告舞弊倾向），是行为人的基本行为规律，并不会因为实验被试的不同产生系统性差异。而在校大学生，由于缺乏社会实践经历，生活环境主要集中在学校，在控制地域差异的基础上，彼此之间的差异性较小，控制难度较低。基于以上考虑，本文将生源地为辽宁、吉林、黑龙江和山东的120 名全日制本科生作为实验被试，在东北财经大学实验经济学实验室完成了本实验。

（二）实验过程

1.实验前测。实验前测部分，本文主要进行的是实验被试的风险偏好程度测试。本实验借鉴了Weber DOSPERT 量表，设计了本文的风险偏好量表，测量了每个实验被试的风险偏好程度。为了保证调查问卷的有效性，本文对风险偏好程度问卷进行了效度信度检验。效度检验结果表明，KMOBartlett’s Test 值为0.773，说明调查问卷的效度良好；信度检验表明，Cronbach’s alpha 值为0.857，Cronbach’s alpha 值处于0.75～0.90，表明问卷的信度较好。本文根据5 分制设计风险偏好强度调查问卷，5 代表最高水平，1 代表最低水平，得分越高说明实验被试的风险偏好水平越高，得分越低说明实验被试的风险偏好水平越低。

2.实验分组。考虑到实验1 和实验2 是两个相互独立的实验过程，为了避免实验被试的学习效应，本文将分别进行两个实验的被试甄别工作。基于被试风险偏好测试的结果，本文利用秩和检验，分析每个小组之间风险偏好程度是否存在显著性差异，并结合被试风险偏好的均值不断调整实验被试的人选，最终确定了实验1 的48 名实验被试，并将实验被试划分为高风险偏好程度小组和低风险偏好程度小组。

由于实验2 是在合理诱发被试不同决策情绪的基础上，考察不同情绪小组被试的财务报告舞弊倾向是否存在显著性差异，需要保证每个小组风险偏好程度不存在显著性差异。因此，在确定实验被试过程中，本文基于被试风险偏好测试的结果，初步选取了72 名本科生作为实验被试，并随机分配到三个小组。进一步利用秩和检验，分析每个小组之间风险偏好程度是否存在显著性差异，在不断调整实验被试的基础上，确保实验被试的风险偏好程度在三个小组之间不存在系统性的偏差。

3.财务报告舞弊倾向测试（实验1）。本文借鉴Bruner et al.[9]的相关研究，通过模拟CEO 向董事会汇报企业业绩的方法，测试被试的财务报告舞弊倾向。假定实验被试是某企业的CEO，在所有权与经营权分离的前提下，公司的业绩需要由CEO 本人向公司董事会进行汇报，企业的其他人员无法知晓公司的真实业绩。因此，CEO 汇报的公司业绩的真实性也只有CEO 本人事前知晓。董事会需要根据CEO 所汇报的企业业绩，基于CEO 的持股比例，进行薪酬结算。而为了判别业绩的可信性和真实性，董事会需要内部审计委员会以及独立的外部第三方进行财务审计。如果在审计过程中发现CEO 虚报公司业绩，董事会会基于一定标准对CEO 进行惩罚。CEO 需要在权衡舞弊收益、舞弊被发现概率和舞弊成本的基础上，选择是否进行舞弊，以及舞弊的程度。实验通过被试所虚报业绩的额度度量被试的财务报告舞弊倾向，CEO 选择虚报的业绩越大，相应的风险收益也就越高，同时表明其财务报告舞弊的倾向越大。

4.财务报告舞弊倾向的测试（实验2）。实验2继续借鉴实验1 的财务报告舞弊情景模拟实验，度量被试的财务报告舞弊倾向。在此基础之上，实验2将在实验前和实验中，通过情绪诱发材料对被试的情绪予以刺激，从而考察被试在某种情绪状态下风险偏好程度与财务报告舞弊倾向的相关关系。在确定情绪诱发材料过程中：本文选取了三种类型的情绪诱发素材，包括视频、音频和图片。随机选取了60名本科生，分为三组，分别测试三个小组的被试对于三种素材的感受，最终本文选取视频类材料作为本实验的情绪诱发材料。本文通过各大视频网站搜索了愉悦、愤怒和恐惧的相关视频各15 个，邀请了60名本科生，20 人为一组，对三类视频的情绪诱发效果进行评价，将每类视频中评分排在前五名的作为实验的情绪诱发材料，视频的内容长度控制在2 分钟以内。

五、实验结果及分析

（一）风险偏好程度与财务报告舞弊倾向

本文先对实验被试的舞弊倾向数据进行了正态分布检验，Jarque-Bera 值为4.524，在5%的水平上显著，表明实验结果的数据不符合一般的正态分布要求，因此本文将运用秩和检验方法来考察实验组和对照组财务报告舞弊倾向的差异程度。如表1 所示，秩和检验结果表明在10%的水平上，低风险偏好程度小组（组2）和高风险偏好程度小组（组1）财务报告舞弊倾向存在显著性差异（Z=-1.856，P=0.063）。实验结果表明风险偏好是行为主体财务报告舞弊倾向的主要影响因素，对于行为主体的舞弊倾向具有较强的解释力，风险偏好程度越大，被试的财务报告舞弊倾向越高。H1得到了验证。

表1 独立样本的秩和检验

（二）个人情绪与财务报告舞弊倾向

对于实验2 的数据本文同样进行了正态分布检验，检验结果的Jarque-Bera 分别为1.236、3.185和2.250，说明实验2 中三个小组被试的舞弊倾向测试结果仍然不符合正态分布的要求，因此本文仍然使用秩和检验的方法考察不同小组之间舞弊倾向的差异性。实验2 考察了愤怒、愉悦和恐惧三种情绪对于被试舞弊倾向的影响，为了保证情绪诱发的可靠性，本文在实验前测试了被试对于诱发材料的感受。

如表2 所示，与施加愉悦情绪刺激的被试相比，虽然愤怒情绪状态下的被试表现出了更强的财务报告舞弊倾向，但是，愤怒情绪小组和愉悦情绪小组之间财务报告舞弊倾向并没有表现出显著性差异，Z=-0.466，P=0.641。这就说明行为主体在愤怒状态下，为了尽快消除现有的负面状态，会更倾向于通过财务报告舞弊的方式获取更大的收益，从而表现出更强的风险偏好程度。但是，愉悦状态下行为主体在良好情绪的刺激下，并没有对于高风险行为有可能引发的负面结果实施积极的规避，也愿意通过财务报告舞弊的方式获取“锦上添花”的收益，展现了较强的风险偏好程度。H2没有得到验证。

表2 独立样本的秩和检验

行为主体的愉悦状态可以包含多种类别，其中金钱、名誉、地位以及家庭生活等要素给行为主体带来的愉悦幸福感，可以有效满足行为主体的精神需要。由于边际效用的逐渐降低，在这种愉悦的状态下，行为主体以牺牲现有状态去谋求更大物质财富的意愿就会大大降低，风险偏好程度也就显著降低。而在日常的生活环境下，与行为主体金钱物质无关的其他要素（交谈、电影、小品、笑话及趣事等）所引发的愉悦状态反而会弱化行为主体对于风险的认知，强化行为主体的风险偏好程度。

进一步，本文考察了不同的负面情绪对行为人财务报告舞弊倾向的影响。实验结果表明，与施加愤怒情绪刺激的被试相比，恐惧情绪状态下的被试表现出了更低的财务报告舞弊倾向，且恐惧情绪小组与愤怒情绪小组之间财务报告舞弊倾向表现了显著性的差异，Z=-1.681，P=0.093。与施加恐惧情绪刺激的被试相比，愉悦情绪状态下的被试表现出了更高的财务报告舞弊倾向，且恐惧情绪小组与愉悦情绪小组之间财务报告舞弊倾向表现了显著性的差异，Z=-1.884，P=0.060。H3得到了验证。

在恐惧情绪状态下，被试会表现出较低的风险偏好程度，且恐惧情绪又进一步引发了强烈的预期后悔情绪。由于行为人具有后悔规避特性，负面的预期后悔情绪会提高舞弊被发现概率的主观感受，从而抑制行为人舞弊决策的乐观心态，这就会进一步降低其财务报告舞弊倾向。此外，实验环境是基于小品趣事所诱发的行为主体的愉悦状态会弱化行为主体对于风险的认知，这种状态下行为主体的预期后悔情绪也难以被有效地触发，从而与恐惧状态下的行为主体相比具有更高的风险偏好程度，财务报告舞弊的倾向会更高。

六、稳定性检验

本文在实验研究的基础上，进一步利用多元回归模型对风险偏好的作用机理进行稳定性检验，考察在大样本下，这种作用关系是否依然显著。此外，本文在稳定性检验部分还考察了群体属性是否会对风险偏好与财务报告舞弊倾向的相关关系产生系统性的影响。本文利用学生样本和企业高管样本，考察风险偏好在学生群体和高管群体之间的影响程度是否存在差异性，以此说明实验被试和实验结论的有效性。

（一）变量设计与模型构建

1.被解释变量。在相关研究的基础上，本文利用纸质版的调查问卷，设计了问卷式的情景模拟实验，以此度量被试的财务报告舞弊倾向。此外，为了克服“框架效应”对于被调查者的影响，保证调查问卷的有效性，本文设计了四个不同情境的舞弊决策问题，并以四个决策结果之和来度量被调查者的财务报告舞弊倾向。

2.解释变量。风险偏好为本文的解释变量。调查问卷中有关风险偏好的度量，本文依然基于DOSPERT 量表来进行设计，总计15 个问题，涉及伦理、财务、健康、娱乐和社会五个方面。在度量结果的基础上，很难基于一定的标准将被测试者划分为风险追求、风险中立和风险规避。因此，本文将问卷调查的结果视为被调查者风险偏好的反应，调查问卷的得分越高，表明被调查者风险偏好倾向越大，调查问卷的得分越低，表明被调查者的风险偏好倾向越小。

3.控制变量。相关研究表明，教育背景、工作经验、性别以及年龄等人口统计学特征与行为人的财务报告舞弊行为存在一定的相关关系，在一定程度上可以有效预测行为人的财务报告舞弊倾向。Zahra[17]指出高管的性别、年龄、学历等人口统计学特征会对舞弊决策合理化过程产生显著影响。Price et al.[18]研究表明，年轻高管职务犯罪的倾向更低，主要是由于他们无法有效面对来自社会和企业的监管压力。此外，教育程度与行为人的德道水平存在一定的正相关关系，在道德准则的制约下，教育程度越高，高管财务报告舞弊倾向就会越低。基于以上分析，本文将学历、性别和年龄，作为财务报告舞弊倾向模型的控制变量。

4.回归模型。本文借鉴相关研究构建了财务报告舞弊倾向的多元线性回归模型，并在模型设计的过程中，引入虚拟变量来度量被试者所属的不同群体，分别是学生群体和高管群体，以此来考察不同群体舞弊倾向与风险偏好之间是否存在显著性差异。变量及变量定义如表3 所示。

表3 变量界定及定义

（二）数据来源

本文的调查问卷主要包括：风险偏好量表和财务报告舞弊倾向量表。本文以32 家制造业企业的高管和国内某三所本科院校的本科生作为调查对象。本文问卷的调查方式分为互联网线上调查和实地面对面调查两种方式，最终回收调查问卷的数量为646 份。其中，企业高管224 份①，有效问卷180 份；大学本科生422 份，有效问卷390 份。本文从有效问卷中随机抽取了180 份。

（三）实证结果及分析

1.描述性统计。如表4 所示，问卷被调查者的年龄均值在28.66 左右，其中，被调查者最小年龄为19 岁，最大年龄为57 岁。被调查者财务报告舞弊倾向的平均值为12.46，其标准差较低为4.76，说明被调查者财务报告舞弊倾向的波动水平较低，被调查者的舞弊倾向基本符合正态分布。进一步，被调查者风险偏好的均值为36.68，而风险偏好的理论测试结果介于15～75，表明被调查者整体表现为风险中立。

表4 描述性统计

2.多元回归结果及分析。由表5 可知，风险偏好的系数为0.070，在1%的水平上，说明风险偏好与行为人财务报告舞弊倾向的作用关系，在大样本数据下依然显著，实验研究结论稳定性较强，风险偏好是行为主体财务报告倾向的主要影响因素之一。进一步，本文分析了风险偏好与财务报告舞弊倾向在学生群体和高管群体之间是否存在显著性差异。回归结果表明，风险偏好与代表不同群体属性哑变量的交乘项没有通过显著性检验，P 值为0.652 9，说明风险偏好与行为人财务舞弊倾向之间的作用关系在不同群体之间不存在显著性差异。也就是说，实验被试群体属性的不同并不会对相关研究结论产生系统性偏差。

表5 WLS 回归结果

七、研究结论

基于行为人内部视角，本文运用实验方法，探究了风险偏好对于CEO 财务报告舞弊的作用机理，以及在决策情绪的影响下风险偏好作用机理的变化规律。研究结果表明：风险偏好会对舞弊行为产生效用评价约束。在高风险状态下，风险偏好程度高的CEO，财务报告舞弊倾向要显著大于风险偏好程度低的CEO；愤怒和愉悦情绪状态下的CEO，财务报告舞弊倾向要显著大于恐惧情绪状态下的CEO；愤怒情绪状态与愉悦情绪状态下的CEO，财务报告舞弊倾向不存在显著性差异。针对于上述研究结论，企业的公司治理要考虑CEO 风险偏好对于企业财务报告舞弊的影响，在高风险偏好所带来的高收益与高概率的机会主义行为之间要做到一定平衡，可以通过管理层风险偏好的不同配置有效实现这一目标。此外，公司治理中的内部审计或者内部控制部门要持续对CEO 及管理层的风险偏好进行跟踪，并对一段时间内CEO 及管理层的个人情绪进行观察，从而有效规避情绪状态所引发的舞弊极端行为。

注释：

①被调查企业高管成员包括：董事长、副董事长、董事会成员（独立董事除外）、总经理、副总经理、董事会秘书、财务总监、总工程师、部门经理（财务部、审计部、销售部、采购部、人力资源部等）。